Invarianza factorial del Reactive/Proactive Aggression ...

Invarianza factorial del ReactiveProactiveAggression Questionnaire (RPQ) en adolescentes

limentildeos institucionalizados y no institucionalizados

Item Type infoeu-reposemanticsarticle

Authors Castantildeeda Rubeacuten Gabriel Correa-Rojas Jossueacute Malvaceda Eli

DOI 10356701667-4545v21n336297

Publisher Facultad de Psicologiacutea Laboratorio de Evaluacioacuten Psicoloacutegica yEducativa (LEPE)

Journal Revista Evaluar

Rights infoeu-reposemanticsopenAccess Attribution-NonCommercial-ShareAlike 40 International

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Laboratorio de Evaluacioacuten Psicoloacutegica y EducativaFacultad de Psicologiacutea - Universidad Nacional de Coacuterdoba

2021 Vol 21 No 3 ISSN 1667-4545

Recuperado de httpsrevistasunceduarindexphprevaluar

Revista Evaluar

VOL - Ndeg21 3

ISSN 1667-4545

2021

Laboratorio de Evaluacioacuten Psicoloacutegica y Educativa

Facultad de Psicologiacutea de la Universidad Nacional de Coacuterdoba

Invarianza factorial del ReactiveProactive Aggression Questionnaire (RPQ) en adolescentes limentildeos institucionalizados y no institucionalizados

Factorial Invariance of the ReactiveProactive Aggression Questionnaire in Institutionalized and Non-institutionalized Lima Adolescents

Rubeacuten Gabriel Castantildeeda-Bernal 1 Jossueacute David Correa-Rojas 2 Eli Leonardo Malvaceda-Espinoza 3

1 - Universidad Nacional Mayor de San Marcos2 - Universidad Peruana de Ciencias Aplicadas Lima Peruacute3 - Universidad San Ignacio de Loyola Peruacute

Correspondencia a Jossueacute Correa Rojas Prolongacioacuten Primavera 2390 Monterrico Santiago de Surco - Lima Peruacute E-mail jossuecorreaupcpe Coacutemo citar este artiacuteculo Castantildeeda-Bernal R G Correa-Rojas J D amp Malvaceda-Espinoza E L (2021) Invarianza factorial del ReactiveProactive Aggression Questionnaire (RPQ) en adolescentes limentildeos institucionalizados y no institucionalizados Revista Evaluar 21(3) 35-48 Recuperado de ht-tpsrevistasunceduarindexphprevaluarParticiparon en la edicioacuten de este artiacuteculo Florencia Ruiz Alicia Molinari Moacutenica Serppe Andrea Suaacuterez Juan Balverdi Eugenia Barrionuevo Ricar-do Hernaacutendez

Recibido 14062021 Revisado 11082021 Aceptado 16092021

IntroduccioacutenMeacutetodoResultadosDiscusioacutenReferencias

Resumen

La agresioacuten es una problemaacutetica de importancia para los adolescentes por ello la comprensioacuten de este fenoacuteme-no es crucial El propoacutesito de este estudio es analizar la validez estructural y la invarianza del ReactiveProactive Aggression Questionnaire (RPQ) en adolescentes limentildeos institucionalizados y no institucionalizados Se selecciona-ron 344 adolescentes hombres entre 15 y 17 antildeos (Medad = 16055 DEedad = 674) el 5116 se encontraban insti-tucionalizados en un centro juvenil de diagnoacutestico y reha-bilitacioacuten social debido a conflictos con la ley penal Los resultados muestran que el modelo bidimensional del RPQ presenta iacutendices de ajuste relativamente aceptables (SB-χ2 = 461463(229) CFI = 914 RMSEA = 054 [047-062]) Ademaacutes en ambos grupos se establecioacute la invarianza con-figuracional meacutetrica escalar y estricta Se reportan coe-ficientes omega adecuados para la agresioacuten reactiva (ω = 797) y agresioacuten proactiva (ω = 837) Se concluye que el RPQ es una medida bidimensional parsimoniosa e inter-pretable que mide la agresioacuten reactiva y proactiva en los adolescentes ya mencionados

Palabras clave validez fiabilidad agresioacuten proactiva agresioacuten reactiva violencia

Abstract

Aggression is an important problem of adolescents the understanding of this phenomenon is crucial The pur-pose of this study is to analyze the structural validity and invariance of the ReactiveProactive Aggression Question-naire (RPQ) in institutionalized and non-institutionalized adolescents from Lima 344 male adolescents were se-lected among 15 and 17 years old (Mage = 16055 SDage = 674) 5116 were institutionalized in a youth center for diagnosis and social rehabilitation due to conflicts with criminal law The results show that the two-dimensional model of the RPQ presents relatively acceptable fit indices (SB-χ2 = 461463(229) CFI = 914 RMSEA = 054 [047-062]) Additionally the configurational metric scalar and strict invariance was established in both groups Adequate omega coefficients are reported for reactive aggression (ω = 797) and proactive aggression (ω = 837) It is concluded that the RPQ is a two-dimensional parsimonious and in-terpretable measure that determines reactive and proactive aggression in the aforementioned adolescents

Keywords validity reliability proactive aggression reac-tive aggression violence

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Castantildeeda-Bernal Correa-Rojas amp Malvaceda-Espinoza Evaluar 2021 21(3) 35-48

Introduccioacuten

Durante el primer trimestre de 2019 se re-gistraron maacutes de 4500 casos de violencia esco-lar en Lima Metropolitana Estos casos incluyen violencia fiacutesica psicoloacutegica y sexual De estos el 509 se dio entre los escolares de nivel secunda-rio (Ministerio de Educacioacuten 2019) Por lo tanto resulta pertinente entender a la violencia como una expresioacuten extrema de la agresioacuten (Allen amp Anderson 2017)

La agresioacuten es un comportamiento que bus-ca dantildear a otra persona que se encuentra motivada a evitarlo Por lo tanto es intencional dado que se constituye como un acto para causar dantildeo con consciencia de ello La agresioacuten implica diferen-tes conductas que a pesar de parecer similares poseen diferentes motivaciones (Allen amp Ander-son 2017) Para objeto de la presente se utilizaraacute la distincioacuten entre agresioacuten proactiva y reactiva (Dodge 1991)

La agresioacuten reactiva o impulsiva es una conducta que se expresa como reaccioacuten a una pro-vocacioacuten o amenaza percibida (real o imaginada) en diferentes situaciones (Andreu Ramiacuterez amp Raine 2006) Es entendida por quien la ejecuta con propoacutesito defensivo y estaacute relacionada con la hostilidad (Roncero Andreu amp Pentildea 2016) A su vez de acuerdo con Penado Andreu y Pentildea (2014) se asocia con la impulsividad

Por su parte la agresioacuten proactiva es el con-junto de conductas intencionadas y motivadas que tienen como fin causar dantildeo a otra persona Ello evidencia una evaluacioacuten positiva de la agresioacuten (Ramiacuterez amp Andreu 2006) Asimismo quienes la ejercen pueden deshumanizar a sus viacutectimas (Pe-nado et al 2014) Por lo general estas conduc-tas agresivas se encuentran asociadas al trastorno disocial (Lobbestael Cima amp Lemmens 2015) asiacute como a la conducta antisocial (Penado et al 2014)

Diversos estudios realizados en Espantildea con estudiantes adolescentes no institucionalizados sentildealan que la conducta agresiva puede afectar el desarrollo de la autoestima y el autoconcepto (Torregrosa Ingleacutes amp Garciacutea-Fernaacutendez 2011) Por otro lado Garaigordobil Duraacute y Peacuterez (2005) encontraron que la conducta agresiva favorece la conducta antisocial en adolescentes Asimismo Torregrosa Ingleacutes Garciacutea-Fernaacutendez Valle y Nuacutentildeez (2012) sentildealaron que la conducta agresiva afecta significativamente las metas acadeacutemicas de los escolares de nivel secundario

De acuerdo con lo sentildealado y considerando que la adolescencia es una etapa del ciclo vital relativamente sensible a los cambios (Andolfi amp Mascellani 2012) es de suma importancia cono-cer coacutemo los adolescentes expresan sus conductas agresivas (Linares 2015) De esta manera Cere-zo-Ramiacuterez y Meacutendez-Mateo (2009) en un estu-dio realizado con adolescentes espantildeoles no ins-titucionalizados sentildealan que la mayoriacutea de ellos no presentan maacutes que los problemas propios de esta etapa sin embargo un grupo significativo de adolescentes suele iniciar problemas de conduc-ta que pueden tornarse croacutenicos Esto uacuteltimo fue reportado por Vega-Cauich y Zumaacuterraga-Garciacutea (2019) en un estudio con adolescentes institucio-nalizados debido a conflictos con la ley penal en Meacutexico

La literatura especializada coincide en que los adolescentes de sexo masculino son maacutes pro-pensos a manifestar estas conductas agresivas (Bernardes de Moraes 2013) Esto fue corrobora-do por Torregrosa et al (2010) quienes lo identifi-caron en estudiantes adolescentes espantildeoles chi-nos y mexicanos no institucionalizados En Peruacute la predominancia de las conductas agresivas en estudiantes adolescentes varones es elevada (Ro-jas-Zegarra et al 2020 Romaniacute Gutieacuterrez amp Lama 2011) Esto revela la importancia del es-tudio de la conducta agresiva en los adolescentes

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ya que su establecimiento en edades tempranas suele estructurar pautas de interaccioacuten inadecua-das que pueden generar consecuencias negativas (De la Cruz-Gil 2008)

Desde este marco el estudio de la agresioacuten se ha basado en el modelo teoacuterico de Dodge (1991) ya que es aceptado por la comunidad acadeacutemica para explicar la agresioacuten en adolescentes A partir de sus postulados Raine et al (2006) disentildearon el ReactiveProactive Aggression Questionnaire (RPQ) sobre una muestra de 334 adolescentes estadounidenses El anaacutelisis factorial confirmato-rio (AFC) corroboroacute que la RPQ es una medida bidimensional (proactive-reactive model) capaz de discriminar la agresioacuten reactiva y proactiva en muestras de adolescentes Las cargas facto-riales para reactive factor fluctuaron entre 48 y 65 mientras que para proactive factor las mis-mas variaron entre 52 y 64 con iacutendices de ajuste adecuados (χ2

(gl) = 334 (229) CFI = 91 RMSEA = 04) Asimismo determinaron la fiabilidad de la medida mediante el coeficiente alfa el cual oscila entre 84 (reactive factor) y 90 (proactive factor)

Posteriormente este instrumento fue adap-tado al espantildeol por Andreu-Rodriacuteguez Pentildea-Fer-naacutendez y Ramiacuterez (2009) sobre una muestra de 732 adolescentes espantildeoles La validacioacuten se rea-lizoacute a traveacutes de una AFC con el meacutetodo de miacuteni-mos cuadrados no ponderados y se demostroacute que el modelo bifactorial presentaba iacutendices de ajuste adecuados respecto a un modelo unidimensional (GFI = 98 NFI = 96 RMR = 02) Las cargas factoriales para el factor de agresioacuten reactiva se encontraron alrededor de 49 y 70 mientras que para el factor de agresioacuten proactiva estas fluctua-ron entre 50 y 72 El hallazgo maacutes interesante fue que los varones presentaron mayores niveles de agresioacuten proactiva que las mujeres

El RPQ tambieacuten ha sido analizado en otros contextos y ha mostrado una adecuada prestancia para medir el constructo en adolescentes portu-

gueses institucionalizados en centros de rehabili-tacioacuten social debido a conflictos con la ley penal (Pechorro Ray Raine Marocco amp Gonccedilalves 2015) Asiacute tambieacuten Cenkseven-Oumlnder Avcı y Ccedilolakkadıoğlu (2016) adaptaron el instrumento en adolescentes turcos constatando la validez y fiabilidad del instrumento Del mismo modo Penado et al (2014) analizaron las propiedades psicomeacutetricas del RPQ y demostraron la consis-tencia de sus medidas en escolares espantildeoles

En Peruacute Abanto-Chomba (2018) realizoacute la validacioacuten del RPQ en estudiantes adolescentes no institucionalizados Los resultados indican que el RPQ presenta un modelo bidimensional con un ajuste general adecuado con iacutendices RMSEA = 05 SRMR = 05 CFI = 91 TLI = 90 satis-factorios Con respecto a la fiabilidad se reportan coeficientes omega cuyos valores fluctuacutean entre 73 (reactiva) y 77 (proactiva) Del mismo modo Floriaacuten-Guarniz (2018) adaptoacute el RPQ en esco-lares peruanos de la ciudad de Huaraz y reportoacute resultados similares en cuanto a la bidimensiona-lidad del instrumento La estimacioacuten de la fiabi-lidad sugiere que el instrumento original presenta una adecuada consistencia en la medicioacuten de la agresividad reactiva (ω = 66) y proactiva (ω = 70)

Un estudio realizado por Rojas-Zegarra et al (2020) llevado a cabo sobre una muestra de 2830 adolescentes peruanos no institucionalizados de la ciudad de Arequipa da cuenta de la validez y fiabilidad del RPQ Los resultados evidencian la validez estructural del modelo bidimensional el cual se obtuvo por el meacutetodo de miacutenimos cua-drados ponderados diagonalmente (DWLS) que arrojoacute cargas factoriales que fluctuacutean entre 52 y 77 (reactiva) y 49 y 81 (proactiva) En dicha investigacioacuten los iacutendices de ajuste fueron ma-yormente adecuados para validar el instrumento original (CFI y TLI mayores de 90 y RMSEA y SRMR menores de 08)

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Si bien existen investigaciones que han ex-plorado las evidencias de validez y fiabilidad del RPQ en adolescentes peruanos (Rojas-Zegarra et al 2020) no se han realizado validaciones espe-ciacuteficamente en adolescentes institucionalizados debido a conflictos con la ley penal Lo anterior es de suma importancia ya que seguacuten el Obser-vatorio Nacional de Poliacutetica Criminal (2017) dichos adolescentes institucionalizados presen-tan problemas de ansiedad depresioacuten y adiccioacuten a sustancias Asimismo sus entornos familiares son desorganizados han crecido en abandono funcional y en situaciones de riesgo Debido a la problemaacutetica que todo ello implica es necesario realizar estudios que permitan caracterizar com-parar modelar y predecir tales conductas

En tal sentido el objetivo del presente estu-dio es analizar la validez estructural e invarian-za del ReactiveProactive Questionnaire (RPQ) en adolescentes limentildeos no institucionalizados e institucionalizados debido a conflictos con la ley penal Al respecto el establecimiento de la inva-rianza factorial resulta necesario pues es una pro-piedad de los instrumentos de medida que permite realizar comparaciones entre grupos que presen-tan una condicioacuten que podriacutea generar un sesgo en la medicioacuten (Byrne 2008)

MeacutetodoParticipantes

Se trata de un estudio instrumental (Ato Loacutepez-Garciacutea amp Benavente 2013) para el cual se seleccionaron intencionalmente 344 adoles-centes varones de Lima Metropolitana cuyas edades estaacuten comprendidas entre los 15 y 17 antildeos (Medad = 1606 DEedad = 67) de los cuales el 5116 se encontraban internados en un cen-tro juvenil de diagnoacutestico y rehabilitacioacuten social

debido a que cometieron alguna infraccioacuten a la ley penal (p ej homicidio robo hurto y venta iliacutecita de drogas M = 1614 DE = 77) y 4884 provienen de una institucioacuten educativa de nivel secundario (M = 1597 DE = 55) Estos uacuteltimos fueron elegidos debido a su accesibilidad y nivel sociocultural el mismo que resulta similar al del grupo de adolescentes institucionalizados como es el caso de provenir de zonas urbanas de Lima y de un estrato social bajo Cabe mencionar que los joacutevenes institucionalizados se encontraban culminando el nivel primario y cursos de los dos primeros antildeos del nivel secundario y los joacutevenes no institucionalizados se encontraban cursando niveles de estudios similares

Respecto a la idoneidad del tamantildeo de muestra Herrero (2010) sentildeala que no existe un consenso respecto al tamantildeo de muestra para los modelos SEM sin embargo indica que la fiabi-lidad del modelo depende de su complejidad y del nuacutemero de sujetos con que cuenta el inves-tigador para contrastarlo pues en ello radica la complejidad del modelo y de si se han realizado modificaciones post-hoc en el mismo Asimismo Lloret-Segura Ferreres-Traver Hernaacutendez-Bae-za y Tomaacutes-Marco (2014) sostienen que solo en los casos en los cuales la medida haya presentado comunalidades en torno al 30 y con tres iacutetems por factor seraacuten necesarias muestras mayores a 400 participantes

Instrumento

Cuestionario de Agresioacuten Reactivo-Proactivo (CAR-P) Para medir la agresioacuten reactiva y proac-tiva se utilizoacute el CARP disentildeado por Raine et al (2006) el cual consta de 23 iacutetems distribuidos en dos dimensiones agresioacuten reactiva (AR) y agre-sioacuten proactiva (AP) con opciones de respuesta

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tipo Likert (1) nunca (2) a veces y (3) a menudo El instrumento ha sido validado en otros paiacuteses como Espantildea y Turquiacutea En la presente investi-gacioacuten se empleoacute la adaptacioacuten en Peruacute realizada por Rojas-Zegarra et al (2020) la cual fue apli-cada a 2830 estudiantes de nivel secundario de 13 a 19 antildeos La evidencia de validez se determinoacute mediante un anaacutelisis factorial confirmatorio con el meacutetodo de miacutenimos cuadrados diagonalmen-te ponderados (DWLS) y se encontraron cargas factoriales estandarizadas para ambos factores que oscilan entre 31 y 77 Los iacutendices de ajuste resultaron satisfactorios con valores RMSEA = 07 SRMR = 07 CFI = 96 TLI = 96 Se evaluoacute la confiabilidad mediante el meacutetodo de consisten-cia interna reportando coeficientes omegas por encima de 70 para ambos factores

Procedimiento

Inicialmente se solicitaron los permisos res-pectivos a las instituciones en las cuales se realizoacute la investigacioacuten Una vez recibida la autorizacioacuten para la ejecucioacuten del estudio se llevaron a cabo las evaluaciones en las instalaciones de una ins-titucioacuten educativa del distrito del Rimac Simul-taacuteneamente se iniciaron las evaluaciones en el Centro Juvenil de Diagnoacutestico y Rehabilitacioacuten ubicado en el distrito de San Miguel Ambas ins-tituciones se encuentran en Lima Metropolitana Las mediciones se llevaron a cabo entre los meses de abril y noviembre del 2019 Previo a la admi-nistracioacuten del RPQ los participantes firmaron el consentimiento informado En este documento se dio a conocer el caraacutecter voluntario del estu-dio la libertad de su participacioacuten la ausencia de dantildeo fiacutesico y psicoloacutegico y la confidenciali-dad de la informacioacuten recabada En tal sentido se siguieron las recomendaciones de la Ameri-

can Educational Research Association (AERA) American Psychological Association (APA) y el National Council on Measurement in Education (NCME AERA APA amp NCME 2014) Final-mente se informoacute a los participantes el propoacutesito de la evaluacioacuten y se indicoacute que podiacutean solicitar sus resultados de forma individual con total con-fidencialidad

Anaacutelisis de datos

El anaacutelisis estadiacutestico se realizoacute a traveacutes de una serie de etapas En la primera se analizaron las medidas descriptivas de los iacutetems y sus carac-teriacutesticas distribucionales siendo evaluada la nor-malidad a traveacutes de los coeficientes de asimetriacutea y curtosis Se considera a los valores dentro del rango de plusmn 15 como indicadores de normalidad univariada (Peacuterez amp Medrano 2010) Luego para identificar las evidencias de validez estructural se realizoacute un anaacutelisis factorial confirmatorio (AFC) con el meacutetodo weighted least square mean and variance adjusted (WLSMV) debido a la natu-raleza categoacuterica de las variables de estudio (Do-miacutenguez-Lara 2014 Verdam Oort amp Sprangers 2016) ademaacutes de ser un estimador maacutes confiable en muestras pequentildeas (Li 2014) se consideraron pesos factoriales aceptables a partir de 40 (Wi-lliams Onsman amp Brown 2010) Asimismo se evaluaron los iacutendices de ajuste del modelo en-tre ellos la razoacuten chi cuadrado sobre los grados de libertad (χ2gl) con valores esperados meno-res a 3 root mean square error of approximation (RMSEA) y standardized root mean square resi-dual (SRMR) En ambos casos se esperan valores por debajo de 08 sugeridos por Bentler y Bonnet (1980)

Se incluyoacute el comparative fit index (CFI) de Joumlreskog y Soumlrbom (1986) y el iacutendice de Tuc-

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ker-Lewis (TLI) ambos con valores esperados por encima de 90 (Kline 2015 Hair Andreson Ta-tham amp Black 1999) Adicionalmente a partir de las cargas factoriales se calculoacute la varianza promedio extraiacuteda (average variance extracted [AVE]) considerando valores alrededor del 50 como satisfactorios Con ello se verificaron las evidencias de validez interna convergente (For-nell amp Larcker 1981) Para establecer la invarian-za de la medida en diferentes grupos se utilizoacute el criterio de Wu y Estabrook (2016) quienes con-sideran un nivel estaacutendar y una parametrizacioacuten theta Asimismo los autores realizan una varia-cioacuten a la invarianza configuracional fijando los thresholds (umbrales) Para la invarianza meacutetrica se fijaron los umbrales y las cargas factoriales En el caso de la invarianza escalar se fijaron los um-brales las cargas factoriales y los interceptos

Luego para determinar la invarianza estricta se restringieron los umbrales cargas factoriales interceptos y residuos La invarianza de la medi-da se evaluoacute a traveacutes de los cambios menores a 01 en los iacutendices CFI (Byrne 2008) Tambieacuten se consideraron cambios en el RMSEA (ΔRMSEA) le 01 y en el SRMR (ΔSRMR) le 03 asumien-do estos criterios como medidas adecuadas para aceptar la invarianza (Chen 2007) La confiabi-lidad se evaluoacute en su consistencia interna con el coeficiente omega categoacuterico (ωcategooacuterico) obtenido a traveacutes del BCA bootstrap junto a sus intervalos de confianza (IC) al 95 (Ventura-Leoacuten 2018a)

Para establecer la validez por grupos con-trastables se compararon los puntajes de la AR y AP mediante el estadiacutestico t de Student se esta-blecioacute para su interpretacioacuten un error estimado el 05 y un nivel de confianza del 95 Asimismo se calcularon los tamantildeos de efecto d de Cohen para comparacioacuten de muestras independientes cuyos valores pueden ser interpretados como pequentildeo (d gt 20) mediano (d gt 50) o grande (d gt 80 Cohen como se citoacute en Ventura-Leoacuten 2018b)

Finalmente la confiabilidad compuesta se calculoacute a partir de la sumatoria cuadraacutetica de las cargas factoriales entre los errores de medida la cual considera los cambios en las cargas factoria-les producto de la inclusioacuten de errores correlacio-nados entre los iacutetems (Hair et al 1999)

Para los anaacutelisis se utilizaron el programa IBM SPSS versioacuten 25 y el RStudio versioacuten 332 (RStudio Team 2015) empleaacutendose el paquete Lavaan (Rosseel et al 2021)

ResultadosAnaacutelisis descriptivo

En la Tabla 1 se presenta el anaacutelisis descrip-tivo de los iacutetems que componen el CAR-P Las medidas reportadas dan cuenta de la media (M) desviacioacuten estaacutendar (DE) coeficiente de asime-triacutea (g1) y curtosis (g2) Estos valores se calcula-ron a partir de las puntuaciones obtenidas en cada uno de los iacutetems que conforman el instrumento Se evidencioacute que los iacutetems 1 (M = 198) y 19 (M = 190) presentan las medias aritmeacuteticas maacutes altas mientras que las medias maacutes bajas estaacuten presentes en los iacutetems 18 (M = 121) y 21 (M = 121) En cuanto a la variabilidad se aprecia que los iacutetems 14 (DE = 69) y 19 (DE = 66) son los que presentan mayor dispersioacuten La asimetriacutea y curtosis arrojan valores por encima de plusmn 150 lo que indica que la distribucioacuten de los iacutetems no se aproxima a una distribucioacuten univariante normal (Peacuterez amp Medrano 2010)

Evidencias de validez basada en la estructura interna

En la Tabla 2 respecto a la estructura inter-

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Tabla 1Estadiacutesticos descriptivos

Miacuten Maacutex M DE g 1 g 2

P1 1000 3000 1983 523 -0022 0685P2 1000 3000 1459 605 0953 -0099

P3 1000 3000 1904 591 0025 -0182

P4 1000 3000 1721 655 0362 -0741

P5 1000 3000 1843 651 0168 -0682

P6 1000 3000 1453 633 1080 0069

P7 1000 3000 1657 580 0222 -0674

P8 1000 3000 1529 634 0789 -0397

P9 1000 3000 1381 594 1309 0680

P10 1000 3000 1308 570 1697 1861

P11 1000 3000 1593 613 0518 -0623

P12 1000 3000 1323 564 1563 1467

P13 1000 3000 1837 622 0126 -0508

P14 1000 3000 1808 690 0272 -0896

P15 1000 3000 1308 570 1697 1861

P16 1000 3000 1308 570 1697 1861

P17 1000 3000 1311 523 1421 1078

P18 1000 3000 1206 472 2254 4413

P19 1000 3000 1901 658 0107 -0698

P20 1000 3000 1323 527 1350 0863

P21 1000 3000 1209 498 2369 4798

P22 1000 3000 1297 550 1705 1963

P23 1000 3000 1186 439 2319 4811

na del instrumento se aprecia que la mayoriacutea de los reactivos alcanzan cargas factoriales satisfac-torias (gt 40) tal como sugiere la literatura (Wi-lliams et al 2010) con excepcioacuten del iacutetem 18 el cual obtiene una carga factorial igual a 33 y que se ubica en la dimensioacuten agresioacuten proacti-va (AP) Los valores de los residuos fluctuacutean en-tre 41 y 81 para la dimensioacuten agresioacuten reactiva (AR) mientras que estos oscilan entre 33 y 89 para la dimensioacuten AP El promedio de la suma de las cargas factoriales al cuadrado (AVE) para

el caso de AR es igual a 37 para AP el AVE es igual a 41 cuyo valor se encuentra ligeramente por debajo de lo sugerido (AVE gt 50) por lo que no se puede precisar que la estructura bidimensio-nal original presente validez interna convergente (Fornell amp Larcker 1981) A partir de las cargas factoriales se calculoacute el coeficiente de fiabilidad compuesta (FC) para AR (FC = 86) y AP (FC = 75) ambos casos corresponden a valores adecua-dos (Hair et al 1999) En cuanto a los iacutendices de ajuste del modelo robusto se reporta un SB-χ2 =

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Tabla 2Estructura factorial del RPQ

Iacutetems AR AP ʎ2 e

P1 57 32 68P3 66 43 57

P5 43 19 81

P7 50 25 75

P8 65 42 58

P11 77 59 42

P13 48 23 77

P14 52 27 73

P16 77 59 41

P19 52 27 73

P22 75 56 44

P2 66 43 57

P4 58 33 67

P6 62 38 62

P9 62 39 61

P10 77 59 41

P12 68 46 54

P15 68 47 53

P17 61 37 63

P18 33 11 89

P20 61 37 63

P21 82 67 33

P23 59 35 65

F1 F2

F1 - - -F2 79 - - -

AVE 37 41 - -FC 86 75 - -

46146 (gl = 229 p lt 01) con iacutendices de ajuste comparativo aceptables (CFI = 91 TLI = 91) y el RMSEA es igual a 05 [05-06] ambos corres-pondientes a un ajuste adecuado (Ruiz Pardo amp San Martiacuten 2010) al igual que el SRMR = 08 (Hair et al 1999)

Invarianza de la medida seguacuten condicioacuten de residencia

Adicionalmente se analizoacute la invarianza del RPQ cuyos resultados muestran que los ΔCFI ΔRMSEA y ΔSRMR se encuentran dentro de los

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paraacutemetros sugeridos (Byrne 2008 Chen 2007) Estos hallazgos permiten establecer la invarian-za configuracional meacutetrica escalar y estricta de

la medida de la agresioacuten reactiva y proactiva en adolescentes institucionalizados y no institucio-nalizados (ver Tabla 3)

Tabla 3Invarianza del RPQ seguacuten condicioacuten de residencia

Invarianza χ2(gl) CFI ΔCFI RMSEA

[IC 90]ΔRMSEA SRMR ΔSRMR

Configuracional 67976(458) 93 - 05 [05 - 06] - 11 -Meacutetrica 69412(479) 93 00 05 [04 - 06] 00 11 00

Escalar 76072(500) 91 02 05 [05 - 06] 00 12 01

Estricta 78584(523) 91 00 05 [05 - 06] 00 12 00

Evidencias de fiabilidad

La fiabilidad del RPQ se evaluoacute por el meacute-todo de consistencia interna Se reporta el coefi-ciente omega categoacuterico (ωcategoacuterico) con sus res-pectivos intervalos de confianza obtenieacutendose ω = 80 [IC = 76 - 83] para la agresioacuten reactiva (AR) y ω = 84 [IC = 80 - 87] para la agresioacuten proactiva (AP) y tambieacuten se calculoacute el coeficiente omega para los subgrupos Los adolescentes ins-titucionalizados obtuvieron un coeficiente igual a 83 para AR y 86 para AP mientras que los ado-lescentes no institucionalizados alcanzaron un omega igual 74 para AR y 55 para AP

Evidencias de validez por grupos contrastables

Se realizoacute un anaacutelisis de validez por grupos contrastados Para ello se comparoacute la agresioacuten re-

activa y proactiva en adolescentes institucionali-zados y no institucionalizados Los resultados se exponen en la Tabla 4 se observa que no se iden-tificaron diferencias estadiacutesticamente significati-vas entre ambos grupos con un efecto pequentildeo (d = 17) Sin embargo siacute se encontraron diferencias estadiacutesticamente significativas para los dos gru-pos en lo referente a la agresioacuten proactiva con un tamantildeo de efecto mediano (d = 67)

Discusioacuten

El presente estudio tuvo como objetivo analizar la validez estructural y la invarianza del RPQ en adolescentes no institucionalizados e ins-titucionalizados Los hallazgos demuestran que la RPQ es una medida bidimensional coherente

Tabla 4Comparacioacuten de la agresioacuten reactiva y proactiva seguacuten condicioacuten

Variable M(DE) G1 M(DE) G2 t p d

Agresioacuten reactiva 1898 (430) 1832 (329) 161 gt 05 17

Agresioacuten proactiva 1739 (473) 1493 (249) 609 lt 01 65

Nota con threshold fijados seguacuten el meacutetodo de Wu y Estabrook (2016)

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parsimoniosa e interpretable capaz de discriminar la agresioacuten reactiva y proactiva en adolescentes lo cual es coherente con el modelo original de Raine et al (2006)

No obstante una diferencia del presente es-tudio con respecto a los otros (Raine et al 2006 Rojas-Zegarra et al 2020) es la muestra con la que se han explorado las evidencias de validez y fiabilidad del RPQ Un grupo estuvo confor-mado por adolescentes institucionalizados que se encuentran internados en un centro juvenil de diagnoacutestico y rehabilitacioacuten por haber cometi-do infracciones a la ley peruana y otro grupo por adolescentes que se desenvuelven en condiciones regulares en un centro educativo (adolescentes no institucionalizados)

En cuanto a las evidencias de validez basa-das en la estructura interna no solo se corrobo-ra la estructura teoacuterica del instrumento sino que se obtuvieron cargas factoriales sustancialmente superiores en ambos factores en comparacioacuten con el estudio de Raine et al (2006) llevado a cabo en adolescentes espantildeoles y con otro estu-dio desarrollado con una muestra de adolescen-tes peruanos (Rojas-Zegarra et al 2020) Esto puede deberse al meacutetodo de extraccioacuten utiliza-do Mientras que en los estudios mencionados se emplearon meacutetodos como maacutexima verosimilitud o miacutenimos cuadrados ponderados diagonalmen-te en esta investigacioacuten el meacutetodo utilizado fue WLSMV debido a la naturaleza categoacuterica de las variables (Domiacutenguez-Lara 2014 Verdam et al 2016) ademaacutes de ser un estimador maacutes confiable en muestras pequentildeas (Li 2014)

Asimismo los resultados permitieron es-tablecer la invarianza del RPQ en adolescentes institucionalizados y no institucionalizados lo que demuestra la equivalencia de su estructura interna y de sus puntuaciones en ambos grupos (Byrne 2008 Wu amp Estabrook 2016) Con ello se corrobora que la medida no presenta sesgos

de medicioacuten con respecto a esta condicioacuten de los adolescentes Sin embargo este resultado no es comparable con otros estudios puesto que no se han identificado investigaciones que hayan eva-luado estos paraacutemetros

En este sentido al establecerse la invarian-za configuracional se halloacute que la RPQ es una medida que sostiene la misma organizacioacuten del constructo para los grupos Asimismo al demos-trarse la invarianza meacutetrica se entiende que cada reactivo compone la medicioacuten del constructo en grado similar (Putnick amp Bornstein 2016) Al establecerse la invarianza escalar es posible rea-lizar comparaciones que permitan diferenciar el predominio de agresioacuten en uno y otro grupo con la seguridad de que las diferencias encontradas corresponden a la condicioacuten de los adolescentes y no a sesgos en el instrumento (Lee 2018) Al demostrar la invarianza estricta (residual) se de-muestra que la varianza especiacutefica y error son si-milares en ambos grupos (Elosua 2005)

Estos resultados tienen implicancias teoacuteri-cas y praacutecticas para la investigacioacuten A nivel teoacute-rico al corroborar la estructura bidimensional de la RPQ se provee de evidencia empiacuterica al mode-lo teoacuterico subyacente sobre el cual fue disentildeado originalmente el instrumento (Nunnally 2013) A nivel praacutectico estos hallazgos justifican el uso de una medida psicoloacutegica para identificar la agre-sioacuten reactiva y proactiva de forma diferenciada Ademaacutes puede utilizarse en diferentes contextos tanto cliacutenicos como educativos (Medrano amp Peacute-rez 2019) Finalmente al identificar que se trata de una medida que cuenta con evidencias de vali-dez y fiabilidad su uso en la investigacioacuten garan-tiza mediciones libres de sesgos producidos por errores sistemaacuteticos (Bisquerra 2004)

En lo que respecta a la fiabilidad del RPQ se obtuvo una consistencia interna similar a la reportada en otras investigaciones (Raine et al 2006 Rojas-Zegarra et al 2020) Los hallazgos

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confirman la estabilidad de las mediciones del RPQ tanto en los adolescentes institucionaliza-dos como en los adolescentes no institucionaliza-dos Sin embargo se puede apreciar que la RPQ presentoacute medidas maacutes consistentes en el grupo de adolescentes institucionalizados posiblemen-te porque en ellos los efectos de la deseabilidad dada su condicioacuten se hicieron menos relevantes Esta hipoacutetesis se confirma al comparar la agre-sioacuten reactiva y proactiva en ambos grupos pues solo se encontraron diferencias significativas en la agresioacuten proactiva a favor del grupo de adoles-centes institucionalizados quienes por su condi-cioacuten se espera que presenten este atributo (Allen amp Anderson 2017) pues estaacute iacutentimamente rela-cionado con conductas antisociales (Penado et al 2014) propias de la circunstancia que ha llevado a su internamiento

Al haber constatado la validez estructural y la invarianza del RPQ se viabiliza el desarrollo de futuros estudios que puedan explorar las di-ferencias entre adolescentes institucionalizados y no institucionalizados Asimismo permite esta-blecer en queacute medida la agresioacuten reactiva y proac-tiva podriacutean constituir factores de riesgo para la reincidencia delictiva (Horcajo-Gil Dujo-Loacutepez Andreu-Rodriacuteguez amp Mariacuten-Rullaacuten 2019)

Entre las principales limitaciones de la investigacioacuten hemos de mencionar que los re-sultados no pueden ser generalizables siendo interpretables uacutenicamente en relacioacuten a la parti-cularidad de la muestra seleccionada debido al tipo de muestreo utilizado Tambieacuten por la natu-raleza del estudio y por los permisos obtenidos no fue posible establecer otros tipos de evidencia de validez Asimismo no se analizoacute la invarian-za factorial del RPQ considerando otros aspectos sociodemograacuteficos como la edad y el tiempo de internamiento

En cuanto a las recomendaciones es nece-sario que se incremente la cantidad de participan-

tes considerando otras caracteriacutesticas sociodemo-graacuteficas (otros estratos econoacutemicos y sociales) ademaacutes de plantear un tipo de muestreo probabi-liacutestico Es pertinente plantear la invarianza de me-dicioacuten a nivel regional debido a las marcadas di-ferencias de esta caracteriacutestica sociodemograacutefica en el Peruacute Por uacuteltimo se considera necesario en futuras investigaciones analizar las evidencias de validez basadas en la relacioacuten con otras variables y estimar las evidencias de fiabilidad mediante el meacutetodo de estabilidad temporal Adicionalmente es necesario plantear un modelo explicativo para conocer las causas y consecuencias de la agresioacuten proactiva en los adolescentes institucionalizados

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Invarianza factorial del ReactiveProactive Aggression Questionnaire (RPQ) en adolescentes limentildeos institucionalizados y no institucionalizados

Factorial Invariance of the ReactiveProactive Aggression Questionnaire in Institutionalized and Non-institutionalized Lima Adolescents

Rubeacuten Gabriel Castantildeeda-Bernal 1 Jossueacute David Correa-Rojas 2 Eli Leonardo Malvaceda-Espinoza 3

1 - Universidad Nacional Mayor de San Marcos2 - Universidad Peruana de Ciencias Aplicadas Lima Peruacute3 - Universidad San Ignacio de Loyola Peruacute

Correspondencia a Jossueacute Correa Rojas Prolongacioacuten Primavera 2390 Monterrico Santiago de Surco - Lima Peruacute E-mail jossuecorreaupcpe Coacutemo citar este artiacuteculo Castantildeeda-Bernal R G Correa-Rojas J D amp Malvaceda-Espinoza E L (2021) Invarianza factorial del ReactiveProactive Aggression Questionnaire (RPQ) en adolescentes limentildeos institucionalizados y no institucionalizados Revista Evaluar 21(3) 35-48 Recuperado de ht-tpsrevistasunceduarindexphprevaluarParticiparon en la edicioacuten de este artiacuteculo Florencia Ruiz Alicia Molinari Moacutenica Serppe Andrea Suaacuterez Juan Balverdi Eugenia Barrionuevo Ricar-do Hernaacutendez

Recibido 14062021 Revisado 11082021 Aceptado 16092021

IntroduccioacutenMeacutetodoResultadosDiscusioacutenReferencias

Resumen

La agresioacuten es una problemaacutetica de importancia para los adolescentes por ello la comprensioacuten de este fenoacuteme-no es crucial El propoacutesito de este estudio es analizar la validez estructural y la invarianza del ReactiveProactive Aggression Questionnaire (RPQ) en adolescentes limentildeos institucionalizados y no institucionalizados Se selecciona-ron 344 adolescentes hombres entre 15 y 17 antildeos (Medad = 16055 DEedad = 674) el 5116 se encontraban insti-tucionalizados en un centro juvenil de diagnoacutestico y reha-bilitacioacuten social debido a conflictos con la ley penal Los resultados muestran que el modelo bidimensional del RPQ presenta iacutendices de ajuste relativamente aceptables (SB-χ2 = 461463(229) CFI = 914 RMSEA = 054 [047-062]) Ademaacutes en ambos grupos se establecioacute la invarianza con-figuracional meacutetrica escalar y estricta Se reportan coe-ficientes omega adecuados para la agresioacuten reactiva (ω = 797) y agresioacuten proactiva (ω = 837) Se concluye que el RPQ es una medida bidimensional parsimoniosa e inter-pretable que mide la agresioacuten reactiva y proactiva en los adolescentes ya mencionados

Palabras clave validez fiabilidad agresioacuten proactiva agresioacuten reactiva violencia

Abstract

Aggression is an important problem of adolescents the understanding of this phenomenon is crucial The pur-pose of this study is to analyze the structural validity and invariance of the ReactiveProactive Aggression Question-naire (RPQ) in institutionalized and non-institutionalized adolescents from Lima 344 male adolescents were se-lected among 15 and 17 years old (Mage = 16055 SDage = 674) 5116 were institutionalized in a youth center for diagnosis and social rehabilitation due to conflicts with criminal law The results show that the two-dimensional model of the RPQ presents relatively acceptable fit indices (SB-χ2 = 461463(229) CFI = 914 RMSEA = 054 [047-062]) Additionally the configurational metric scalar and strict invariance was established in both groups Adequate omega coefficients are reported for reactive aggression (ω = 797) and proactive aggression (ω = 837) It is concluded that the RPQ is a two-dimensional parsimonious and in-terpretable measure that determines reactive and proactive aggression in the aforementioned adolescents

Keywords validity reliability proactive aggression reac-tive aggression violence

36


Introduccioacuten








37










38








Instrumento


39



Procedimiento






40











41




P1 1000 3000 1983 523 -0022 0685P2 1000 3000 1459 605 0953 -0099

P3 1000 3000 1904 591 0025 -0182

P4 1000 3000 1721 655 0362 -0741

P5 1000 3000 1843 651 0168 -0682

P6 1000 3000 1453 633 1080 0069

P7 1000 3000 1657 580 0222 -0674

P8 1000 3000 1529 634 0789 -0397

P9 1000 3000 1381 594 1309 0680

P10 1000 3000 1308 570 1697 1861

P11 1000 3000 1593 613 0518 -0623

P12 1000 3000 1323 564 1563 1467

P13 1000 3000 1837 622 0126 -0508

P14 1000 3000 1808 690 0272 -0896

P15 1000 3000 1308 570 1697 1861

P16 1000 3000 1308 570 1697 1861

P17 1000 3000 1311 523 1421 1078

P18 1000 3000 1206 472 2254 4413

P19 1000 3000 1901 658 0107 -0698

P20 1000 3000 1323 527 1350 0863

P21 1000 3000 1209 498 2369 4798

P22 1000 3000 1297 550 1705 1963

P23 1000 3000 1186 439 2319 4811



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P1 57 32 68P3 66 43 57

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P4 58 33 67

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P10 77 59 41

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P23 59 35 65

F1 F2

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AVE 37 41 - -FC 86 75 - -




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Escalar 76072(500) 91 02 05 [05 - 06] 00 12 01

Estricta 78584(523) 91 00 05 [05 - 06] 00 12 00






Discusioacuten







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Referencias







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Introduccioacuten








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Instrumento


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Procedimiento






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AVE 37 41 - -FC 86 75 - -




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Escalar 76072(500) 91 02 05 [05 - 06] 00 12 01

Estricta 78584(523) 91 00 05 [05 - 06] 00 12 00






Discusioacuten







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Referencias







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Instrumento


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Procedimiento






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P1 1000 3000 1983 523 -0022 0685P2 1000 3000 1459 605 0953 -0099

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P1 57 32 68P3 66 43 57

P5 43 19 81

P7 50 25 75

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Escalar 76072(500) 91 02 05 [05 - 06] 00 12 01

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Discusioacuten







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Referencias







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Instrumento


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Procedimiento






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Discusioacuten







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Discusioacuten







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Referencias







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Referencias







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Referencias







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P5 43 19 81

P7 50 25 75

P8 65 42 58

P11 77 59 42

P13 48 23 77

P14 52 27 73

P16 77 59 41

P19 52 27 73

P22 75 56 44

P2 66 43 57

P4 58 33 67

P6 62 38 62

P9 62 39 61

P10 77 59 41

P12 68 46 54

P15 68 47 53

P17 61 37 63

P18 33 11 89

P20 61 37 63

P21 82 67 33

P23 59 35 65

F1 F2

F1 - - -F2 79 - - -

AVE 37 41 - -FC 86 75 - -




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Escalar 76072(500) 91 02 05 [05 - 06] 00 12 01

Estricta 78584(523) 91 00 05 [05 - 06] 00 12 00






Discusioacuten







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Referencias







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Escalar 76072(500) 91 02 05 [05 - 06] 00 12 01

Estricta 78584(523) 91 00 05 [05 - 06] 00 12 00






Discusioacuten







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Referencias







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Referencias







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Referencias







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Invarianza factorial del Reactive/Proactive Aggression ...

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